Em seguida, foi feita a estimação propriamente dita dos noves modelos de restrição orçamentária para cada grupo de Estado, conforme os métodos e correções sugeridos pelos resultados encontrados acima. Inicialmente, avaliando- se de modo geral, todas as regressões se ajustaram bem aos dados pelo teste F de significância conjunta ao nível de 1%.
A Tabela 11 refere-se aos resultados encontrados para a despesa primária (DEP) como variável dependente. Nota-se que no caso do Brasil e da região
Norte-Nordeste (NN) verifica-se que a presença do efeito flypaper, ou seja, a elevação do gasto gerado pelo o aumento do Fundo de Participação dos Estados (FPE) foi maior que a elevação do gasto advindo de um crescimento da renda da população medido pelo PIB. No primeiro caso, tem-se um coeficiente do FPE de 1,61 contra o coeficiente negativo do PIB de 0,03. No segundo caso, 1,24 contra 0,05. Nos Estados do Centro-Sul (CS), o coeficiente do FPE não é significativo.
A Lei de Responsabilidade Fiscal (LRF) é importante para explicar a despesa primária somente para o conjunto dos estados brasileiros. Ao nível de significância de 10%, o coeficiente da LRF é significativo. Nos demais grupos de estados, os coeficientes da LRF não o foram. De acordo com a expectativa, ela reduziu a despesa primária no período. Esse resultado parece refletir as restrições impostas pela LRF ao aumento de despesas, como a exigência de estimativas de impacto orçamentário e de compatibilidade com a lei de diretrizes orçamentárias. O coeficiente do Programa de Reestruturação e Ajuste Fiscal (PAF) foi positivo e significativo a 5% de significância nos três grupos de estados. Isso quer dizer que, tudo o mais mantido constante na restrição orçamentária, o PAF aumentou a despesa primária dos Estados, sendo, no entanto, este efeito mais forte na região Centro-Sul, que apresentou um coeficiente de 130,56 contra 93,20 da região Norte-Nordeste.
Os coeficientes da variável dummy representativa do ano eleitoral não foram estatisticamente significativos em nenhum dos três grupos de estados, indicando que o processo eleitoral não influenciou as despesas primárias. Esse resultado mostra que os governantes, pelo menos em nível de despesa não financeira agregada, não têm agido de forma oportunista com a finalidade de induzir os eleitores a votar favoravelmente no ano eleitoral. Naturalmente, isso não quer dizer que não tenha ocorrido manipulações em variáveis de gasto específicas.
Tabela 11 – Resultados obtidos para despesa primária
Brasil Centro-Sul Norte-nordeste
Variáveis explicativas EF EF Pool
C 496,14* 1143,27* -68,07* (0,000) (0,002) (0,003) REP -1,60* -1,67* -1,99* (0,000) (0,000) (0,000) RTL 1,17* 1,01* 1,04* (0,000) (0,000) (0,000) FPE 1,61* 4,03 1,24* (0,000) (0,185) (0,000) PIB -0,03** -0,04*** 0,05* (0,017) (0,057) (0,000) LRF -35,40*** -51,16 -32,12 (0,10) (0,392) (0,183) PAF 122,95* 130,56** 93,20* (0,000) (0,048) (0,000) ELEI 3,84 -23,10 -5,00 (0,841) (0,628) (0,802) R2 0,96* 0,82* 0,93* (0,000) (0,000) (0,000)
* significativo a 1%; ** significativo a 5%; *** significativo a 10% Probabilidades entre parênteses
REP – Resultado Primário; RTL – ReceitaTtributária Líquida; FPE – Fundo de Participação dos Estados; PIB – Produto Interno Bruto; LRF – Lei de Responsabilidade Fiscal; PAF – Programa de Reestruturação e Ajuste Fiscal; ELEI – Ano Eleitoral
Fonte: Resultados da pesquisa.
A Tabela 12 apresenta a estimação para a despesa de custeio (DCT). Novamente, o flypaper ocorreu no Brasil e na região Norte-Nordeste, com o coeficiente do FPE estatisticamente significativo e maior do que o do PIB nestes dois casos (0,64 contra 0,03 e 0,51 contra 0,07). Na região Centro-Sul, o coeficiente do FPE não foi significativo.
Assim como na despesa primária, o coeficiente da LRF foi significativo somente para o Brasil, entretanto, com sinal positivo. Separando os estados em dois grupos, a LRF se torna irrelevante para explicação da despesa de custeio. Esse resultado não confirma a hipótese do trabalho de que a LRF aumentaria a rigidez da restrição orçamentária, tudo o mais mantido constante.
O PAF foi importante para explicar a despesa de custeio nos últimos anos. Os coeficientes foram significativos ao nível de 1% de significância estatística.
Ele afetou DCT positivamente os três grupos de estado, sendo que mais intensamente a região Centro-Sul, que apresentou um coeficiente de 101,27 contra 72,49 da região Norte-Nordeste.
Tabela 12 – Resultados obtidos para despesa de custeio
Brasil Centro-Sul Norte-nordeste
Variáveis explicativas EF EF EF C -246,80* 79,66 -489,23* (0,001) (0,605) (0,000) REP 0,25* 0,32** 0,15*** (0,001) (0,020) (0,093) RTL 0,25* 0,16 0,32** (0,003) (0,159) (0,020) FPE 0,64* 1,51 0,51* (0,000) (0,233) (0,000) PIB 0,03* 0,01 0,07* (0,001) (0,384) (0,000) LRF 39,82** 28,06 8,69 (0,015) (0,414) (0,635) PAF 76,66* 101,27* 72,49* (0,000) (0,001) (0,000) ELEI -1,75 17,63 -23,95*** (0,894) (0,534) (0,096) R2 0,67* 0,66* 0,78* (0,000) (0,000) (0,000)
* significativo a 1%; ** significativo a 5%; *** significativo a 10% Probabilidades entre parênteses
REP – Resultado Primário; RTL – ReceitaTtributária Líquida; FPE – Fundo de Participação dos Estados; PIB – Produto Interno Bruto; LRF – Lei de Responsabilidade Fiscal; PAF – Programa de Reestruturação e Ajuste Fiscal; ELEI – Ano Eleitoral
Fonte: Resultados da pesquisa.
Os coeficientes da variável explicativa ano eleitoral não se mostraram significativos para o total de estados do Brasil e para a grande região Centro-Sul. Entretanto, ao nível de significância de 10%, na grande região Norte-Nordeste as eleições reduziram as despesas de custeio. No caso desses estados, o resultado parece apoiar a interpretação de controle eleitoral dos ciclos orçamentárias, isto é, houve um controle dessa despesa em anos eleitorais.
Os resultados obtidos para despesa de capital (DCA) encontram-se no Tabela 13. O efeito flypaper (coeficiente do FPE maior do que o do PIB) se deu
no Brasil e na região Norte-Nordeste e não na região Centro-Sul, assim como nos dois outros casos (0,21 contra 0,01 e 0,12 contra 0,02).
Tabela 13 – Resultados obtidos para despesa de capital
Brasil Centro-Sul Norte-nordeste
Variáveis explicativas EF EF EF C -158,86* -375,37* -92,98*** (0,000) (0,000) (0,053) REP -0,44* -0,78* -0,29* (0,000) (0,000) (0,001) RTL 0,24* 0,29* 0,13 (0,000) (0,002) (0,102) FPE 0,21* 1,02 0,12*** (0,001) (0,126) (0,076) PIB 0,01* 0,01* 0,02** (0,001) (0,003) (0,025) LRF 30,63* 18,94 43,27* (0,000) (0,388) (0,000) PAF 24,20* 26,04 20,20** (0,003) (0,142) (0,055) ELEI 18,75* -7,53 28,55* (0,000) (0,627) (0,001) R2 0,69* 0,74* 0,61* (0,000) (0,000) (0,000)
* significativo a 1%; ** significativo a 5%; *** significativo a 10% Probabilidades entre parênteses
REP – Resultado Primário; RTL – ReceitaTtributária Líquida; FPE – Fundo de Participação dos Estados; PIB – Produto Interno Bruto; LRF – Lei de Responsabilidade Fiscal; PAF – Programa de Reestruturação e Ajuste Fiscal; ELEI – Ano Eleitoral
Fonte: Resultados da pesquisa.
A despesa de capital foi afetada positivamente pela LRF, que apresentou significância estatística no total dos estados do Brasil e, também, para o grupo da região Norte-Nordeste. Como se vê, entre as despesas orçamentárias consideradas, a LRF só foi capaz de diminuir a despesa primária.
Quanto ao PAF, ele foi estatisticamente significativo no total dos estados do Brasil e nos da região Norte-Nordeste. Na região Centro-Sul, ele não foi significativo. Entretanto, neste último caso, considerando um nível de significância de 15%, o coeficiente se torna significativo e maior do que o dos estados do Norte-Nordeste (26,04 contra 20,20).
Por último, a dummy que controla a influência do ano eleitoral foi estatisticamente significativa para o Brasil e para a grande região Norte-Nordeste. No caso da despesa com capital, os resultados mostram a presença de um oportunismo eleitoral dos estados, confirmando a hipótese do trabalho de que no ano eleitoral os estados ficam inclinados a diminuir o comprometimento com a restrição orçamentária, embora não se possa afirmar o mesmo para a região Centro-Sul.
A Tabela 14 resume os resultados a fim de facilitar sua compreensão. A existência do flypaper, além de significar sinal positivo, requer que o coeficiente do FPE seja maior do que o do PIB. O dois sinais positivos na despesa primária e de custeio dos estados do Centro-Sul para o programa de reestruturação e ajuste fiscal (PAF) representam a presença de um coeficiente maior do que o coeficiente obtido para região Norte-Nordeste.
Tabela 14 – Sinais dos coeficientes significativos das regras institucionais (a)
DESPESA PRIMÁRIA
Brasil Centro-Sul Norte-Nordeste
FPE flypaper flypaper
LRF -
PAF + ++ +
ELEIÇÕES
DESPESA DE CUSTEIO
Brasil Centro-Sul Norte-Nordeste
FPE flypaper flypaper
LRF +
PAF + ++ +
ELEIÇÕES -
DESPESA DE CAPITAL
Brasil Centro-Sul Norte-Nordeste
FPE flypaper flypaper
LRF + +
PAF + ++* +
ELEIÇÕES + +
* significativo a 15%
No que diz respeito às três mais importantes despesas orçamentárias, os resultados encontrados para o Fundo de Participação dos Estados (FPE) e o PIB deixam claro a existência de um estímulo ao gasto acima do necessário, confirmando a hipótese do estudo.
Dividindo os estados em dois grupos, o flypaper ocorre somente nos Estados do Norte-Nordeste. Isso ocorre porque esses últimos dependem mais fortemente das transferências governamentais e menos do nível de atividade econômica interna, reforçando o problema de risco moral. Em 2007, por exemplo, os estados do Norte-Nordeste receberam em média da União aproximadamente 40% do total das receitas correntes contra uma taxa de aproximadamente 8% dos estados do Centro-Sul.
Trabalhos como os de Cossio e Carvalho (2001), Cossio (2002) e Giuberti (2005) mostraram também que as transferências de esferas superiores de governo incentivam maiores gastos das esferas subnacionais de governo. Portanto, esses resultados confirmam a hipótese de que as transferências prejudicam as soluções dos dilemas de ação coletiva do federalismo brasileiro na medida em que os estados ficam dependentes de recursos “externos”, desfavorecendo a imposição de uma restrição orçamentária rígida.
Quanto ao impacto da Lei de Responsabilidade Fiscal, os resultados foram ambíguos. Nas despesas primárias, houve impacto negativo, de modo contrário, nas despesas de custeio e capital a influência, o impacto foi positivo, contrariando a hipótese inicial do trabalho.
Nakaguma e Bender (2006), estudando o período de 1986 a 2002, encontraram efeitos da LRF na redução tanto do endividamento como nas despesas de custeio. Umas das explicações para as diferenças de resultado para as despesas de custeio é que o período utilizado no presente estudo se estende até 2007, o que pode indicar um descomprometimento da administração dos estados com as regras da lei com o passar do tempo.
Teixeira et al. (2007), por exemplo, encontraram impacto negativo da LRF no desenvolvimento econômico. Eles explicam que, pelo fato de a LRF ter dado o mesmo tratamento para todos os estados brasileiros, sendo eles heterogêneos, o comprometimento destes estados com os objetivos econômicos de longo prazo ficaram prejudicados.
Portanto, a LRF, na melhor das hipóteses, manteve a restrição orçamentária dos estados no mesmo nível. Esse resultado é uma indicação de que nem mesmo leis que regem a prática orçamentária são capazes de conter os avanças das despesas públicas dos estados brasileiros. Condições de enforcement e credibilidade necessárias para obter os resultados desejados parecem não haver no Brasil.
Na Tabela 14, observa-se também que o Programa de Reestruturação e Ajuste Fiscal dos estados foi significativo e positivo em todos os modelos, confirmando consistentemente a hipótese de que o PAF relaxou a restrição orçamentária dos estados.
A evidência sugere ainda que os estados da Centro-Sul, no caso das três variáveis dependentes, aumentaram mais fortemente os gastos após o PAF. Isso é coerente com o fato de que estes estados foram os mais beneficiados com o resgate financeiro. Conforme Rangel (2003), aproximadamente 96% do total refinanciado pela União contemplou exatamente estes estados.
Estudo conduzido por Rangel (2003) encontrou também indicações de efeitos negativos das renegociações de dívidas na postura fiscal dos estados. Santos (1999) defende que o Congresso Nacional, que tem o papel de regulamentar os resgates, e as Assembleias Legislativas, a função de monitorar a política de gasto do executivo estadual, não exercem as atribuições que lhes são devidas com o rigor necessário. Muito pelo contrário, agem, quase sempre, por motivos imediatos e políticos, sem se preocuparem com as consequências de longo prazo.
Deste modo, há evidências fortes de que o socorro financeiro da União tenha estimulado os gastos dos estados, impedindo a existência de restrição orçamentária rígida. Esses resultados são compatíveis com a hipótese de que bailouts por parte da União aprisionam o federalismo numa situação do Dilema do Samaritano. Os estados escolhem políticas de gastos subótimas assumindo que a solvência de suas finanças está garantida pela União, por intermédio de um contrato informal de seguro.
Por último, os resultados para a dummy do ano eleitoral não foram consistentes. Na estimativa da despesa primária, ela não foi significativa em nenhum dos três grupos de estado. Na despesa de custeio, só foi significativa para o Norte-Nordeste. Na despesa de capital, ela foi positiva para o conjunto de estados e para o Norte e Nordeste.
Esses resultados parecem indicar que a manipulação eleitoral de despesas tende a ocorrer com maior frequência nos estados do Norte-Nordeste, embora sem reforçar uma tendência única, de oportunismo ou de controle eleitoral. Nakaguma e Bender (2006) encontraram evidências de manipulação oportunista durante o período eleitoral para despesa de capital e para despesa de custeio para os estados brasileiros.